서론

전 세계적으로 비만은 중요한 건강문제 중 하나이다[1]. 질병관리청의 국민건강영양조사에 따르면, 만 19세 이상 성인 비만율은 2010년 31.4%에서 2022년 37.2%로 지속적인 증가 추세를 보이고 있다[2]. 비만의 발생은 유전적 요인, 식습관과 신체활동과 같은 건강행위, 심리적 요인과 사회·환경적 요인 등 다양한 요인들의 복합적 상호작용 결과로 나타난다[3,4]. 특히, 에너지 소비를 초과하는 에너지 섭취는 체중 증가의 중요한 요인이며[5], 따라서 체중관리를 위한 중재 목표이기도 하다. 비만 성인의 체중 감량을 위한 에너지 섭취 제한 정도는 개인의 식습관을 고려한 개별화된 중재가 필요하다[6]. 이에 과식과 비만에 영향을 미치는 심리적 요인의 개인차이를 확인하는데 상당한 관심이 있었다[7].

사람들이 과식하도록 동기를 부여하는 요인을 포함하여 섭식행동을 설명하는 이론으로 Van Strien 등[8]은 섭식절제 이론(Restraint theory), 정신신체 이론(Psychosomatic theory) 외부단서 이론(Externality theory) 등 세 가지를 제시하였는데, 이러한 이론을 통해 섭식행동을 야기하는 요인과 그 기전이 다양함을 보여주었다. 이러한 이론적 모델과 관련 구성요소들을 섭식성향(Eating Behavior Trait)이라고 하며, 식습관이나 섭식성향을 설명하는 것을 목표로 하고 있다[7]. 한편, 개인의 섭식성향은 배고픔이나 포만감과 같은 생리적 요인 이외에도 기분, 감정, 스트레스와 같은 심리적 요인[9-11], 음식에 대한 신념, 시간 제약, 음식에 대한 선호도 등과 같은 사회문화적 특성이 반영된 요인[9], 사회적 지원, 식품 정책이나 식품 제품의 특성 등 환경적 요인 등에 영향을 받는 것으로 보고되고 있다[9,12,13]. 따라서, 섭식성향을 측정함에 있어서도 섭식행동을 야기하는 다양한 요인을 고려할 필요가 있을 것으로 사료된다.

기존 섭식성향과 관련된 측정도구로는 섭식절제척도(Restraing Scale, RS)[14], 삼요인 섭식 질문지(Three Factor Eating Questionnaire, TFEQ)[15], 섭식행동 질문지(Dutch Eating Behavior Questionnaire, DEBQ)[16], 섭식태도검사(Eating Attitude Test, EAT)[17], 일반적 음식갈망-특질 척도(Genaral-Food Cravings Questionnaire-Trait, G-FCQ-T)[18] 등을 주로 사용하고 있다. 국내에서 개발된 섭식성향 관련 측정도구는 찾아보기 어려웠고, 대부분 섭식성향 관련 선행 연구에서는 국외의 도구를 번안하여 사용하거나[19-22], 국외의 도구에서 몇 개의 문항만을 선택하여 사용하였기에[23] 국내 성인의 섭식성향을 포괄적으로 측정하기에는 몇 가지 어려움을 갖고 있다. 첫째, 일부 연구는 선행연구에서 도구를 개발하여 적용한 연구 대상자들과 한국어로 번역하여 적용한 연구 대상자가 다르기에 도구를 그대로 적용하기에는 무리가 있을 수 있다. 주로 사용하는 측정도구인 DEBQ[16]와 TFEQ[15]는 애초에 성인을 대상으로 개발된 것이었으나, 국내에서는 여고생이나 여대생에게 적용하여 신뢰도와 타당도를 검정하였기에[20,21], 일반 성인에 대해서는 타당도, 신뢰도를 확인하기 어려웠다. 둘째, 비교적 타당하고 신뢰할만한 것으로 보고된 국외 섭식성향 측정도구를 번안하여 타당도와 신뢰도를 평가에서 원도구와 다른 결과를 보이는 경우가 있었으므로 이에 대한 탐색이 필요하다. 예로 들자면, 노지혜 등 [22]은 G-FCQ-T 도구[18]를 번안하는 과정에서 원문항의 의미가 충분히 표현되지 않아 해당 문항이 적합한 요인에 배치되지 않고, 김효정 등 [21]은 DEBQ [16]의 신뢰도 평가에서 문항과 척도 간 상관관계에서 역상관이 나타난 경우를 확인할 수 있었다. 섭식성향은 개인적 요인에 의해서만 결정되는 것이 아니라, 생활양식, 사회의 문화나 환경 등 다양한 요인에 영향을 받는다[12,13]. 국외 도구를 번안하여 타당도 및 신뢰도를 평가한 연구에서 원도구와 다른 결과를 보인 것은 섭식성향과 관련한 우리나라의 사회문화적 특성의 차이를 반영하지 못했기 때문일 수 있다. 특히 섭식과 관련된 행위는 사회문화적 환경과 맞물려 있으므로, 사회문화적 특성을 반영한 도구개발이 필요하다. 셋째, 기존 섭식성향과 관련된 측정도구의 문항은 주로 체중 관리를 위한 섭식절제를 측정하거나[4,19,20], 정서적 차원과 행동적 차원의 섭식[19], 다이어트 또는 음식에 대한 집착 등의 이상 섭식행동[23]에 주로 초점을 두었고, 섭식성향과 상호작용하는 심리적, 사회적, 문화적 환경요인과 관련된 문항은 상대적으로 부족한 편이어서[14-23], 성인의 일반적인 섭식성향을 포괄적으로 포함하는 도구라고 보기에는 어려움이 있어 이에 대한 보완이 필요하다. 따라서 본 연구에서는 기존의 섭식성향 관련 측정도구 연구와 섭식성향에 대한 탐색적 연구 고찰을 바탕으로 한국의 사회적, 문화적, 심리적 특성을 반영하여 섭식성향을 포괄적으로 측정할 수 있는 도구를 개발하고, 도구의 타당도와 신뢰도를 평가하고자 한다.

연구방법

연구 설계 및 도구개발 과정

본 연구는 Devellis가 제시한 도구개발 절차를 바탕으로 성인의 섭식성향 측정도구를 개발하고, 신뢰도와 타당도를 검증하는 방법론적 연구이다[24].

도구 개발 과정

본 연구는 섭식성향 측정도구를 개발하고 평가하기 위하여 1) 예비도구 문항구성, 2) 도구의 척도 결정, 3) 전문가 내용 타당도 검정, 4) 문항 검토 및 예비조사, 5) 도구적용(본조사), 6) 도구평가(문항분석, 타당도 검정, 신뢰도 검정), 7) 도구 확정 과정의 순으로 진행하였다.

1. 문항도출

예비도구 문항 구성은 Herman와 Mack [25], Stunkard와 Messick [26], Van Strien 등 [8], 이민규 등 [23], Nijs 등 [27], Framson 등 [28], Ismail 등 [29], Hunot 등 [30]의 섭식성향측정도구와 개별면담을 통해 우리나라 성인의 섭식성향을 심층적으로 탐색한 연구결과를 토대로[31] 예비도구 문항을 구성하였다. 예비도구 문항의 척도는 5점 Likert 척도로 구성하였다. 전문가 대상 델파이 방법을 이용하여 전문가 내용 타당도 검정을 하였으며, 가정의학 전문의 1인, 예방의학 전문의 1인, 간호학 교수 3인, 도구개발 경험이 있는 보건학 교수 2인, 식품영양학 교수 2인, 종합병원에서 근무하는 영양 실무자 1인, 보건소에서 근무하는 영양 실무자 3인 등 총 13명의 전문가에게 1차, 2차 내용타당도 검정을 수행하였다. 내용타당도를 평가하여 1차 예비도구 문항에서 Content Validity Index(CVI)가 .80 미만인 문항은 삭제하거나, CVI가 .80 이상인 문항에서도 전문가들의 의견을 반영하여 문항을 수정·보완한 후, 1차 내용타당도 평가일로부터 10일에서 14일 사이에 2차 내용타당도 검정을 시행하였다.

문항의 검토를 위해 J지역에 소재한 D초등학교 6학년 학생 27명을 대상으로 문항 이해도를 조사하였다. 문항의 독해 수준은 초등학교 6학년 수준이 적당하다는 Devellis [24]에 따라 초등학교 6학년 학생을 문항 검토 대상자로 선정하였으며, 각 문항의 이해도를 파악하기 위해 “이해하기 쉽다”, “이해하기 어렵다”로 응답하도록 하였다. 이해가 어려운 문항에 대해서는 무엇이 어려운 지, 어떻게 수정하면 좋을지 등에 대해 자유롭게 의견을 기술하도록 하였으며, 이들의 의견을 반영하여 문항을 수정하였다. 또한, 국어교사에게 부적절한 어휘나 문법 등에 대한 자문을 구하였으며, 의견을 반영하여 문항을 수정하였다.

이러한 과정을 거쳐 개발된 섭식성향 측정도구에 대해 J지역에 거주하는 성인 20명을 대상으로 예비조사를 실시하였다. 예비조사에서 설문지 작성 소요시간, 문항의 이해도, 글자 크기 적절성, 문항 길이 적절성 등을 확인하였으며, 예비조사 결과를 바탕으로 예비도구의 문항을 수정하여 총 50문항을 섭식성향 측정도구로 개발하였다.

2. 타당도, 신뢰도 검정

개발된 도구의 타당도와 신뢰도를 검정하기 위해 J지역에 소재한 보건소, 공공기관, 기업체 등에서 조사를 수행하였다. 표본 수는 문항 수의 4~5배 정도가 되거나, 요인분석 시 300명 이상이 바람직하다는 문헌을 근거로 300명을 표본 수로 정하였고[24], 탈락률 15%를 고려하여 총 350명을 대상으로 하였다. 조사 대상 선정 기준은 ➀ 만 19세 이상 65세 미만의 성인, ➁ 의사소통이 가능하고 설문 내용을 이해할 수 있는 자, ➂ 본 연구의 목적을 이해하고 자발적으로 연구 참여 동의서에 서명한 자로 하였으며, 제외 기준은 섭식장애(신경성 식욕부진증, 신경성 폭식증, 폭식장애)를 진단받은 자로 하였다. 대상자의 일반적 특성과 식습관 등 13문항과 최종 예비 문항으로 선정한 섭식성향 측정도구 50문항으로 설문지를 구성하였으며, 연구자와 연구의 목적과 방법, 중도 철회, 개인정보 보호 등에 대해 교육받은 4인의 연구보조원이 2019년 자료를 수집하였으며, 총 350부의 설문지 중 응답이 부실한 21부를 제외한 329명의 자료를 분석에 이용하였다.

개발된 섭식성향 도구의 타당도와 신뢰도는 IBM SPSS Statistics 24.0 프로그램을 이용하여 문항분석과 문항-총점 간 상관계수(Corrected item-total correlation coefficient), 탐색적 요인분석을 실시하였으며, 각 요인의 점수와 총점과의 상관계수에 의한 타당도를 검정하기 위해 각 요인의 점수와 총점 간 피어슨 상관계수(Pearson’s correlation coefficient)로 분석하였으며, 집단 간 차이 검정을 통해 구성타당도를 검정하였다. 신뢰도는 Cronbach’s α 값을 산출하여 내적 일관성 신뢰도를 검정하였다.

윤리적 고려

본 연구는 제주대학교 생명윤리심의위원회(Institutional Review Board, IRB)의 승인을 받은 후(IRB No. JJNU-IRB-2019-010), 연구를 진행하였으며 연구자와 훈련된 4인의 연구보조원이 연구 대상자에게 연구의 목적과 방법, 중도 철회, 개인정보 보호 등과 관련된 사항을 충분히 설명 후 연구 참여 동의서를 받고 설문조사를 실시하였다.

연구결과

문항도출

1. 예비도구 문항구성

예비도구의 문항은 섭식성향 측정도구에 관한 국내외 문헌과 심층면접을 통한 섭식성향 탐색적연구 결과를 바탕으로 도출하였다. Herman와 Mack [25], Stunkard와 Messick [26], Van Strien 등 [8], Nijs 등 [27], Framson 등 [28], Hunot 등 [30]의 연구와 이들 도구를 사용한 국내 문헌[19,20,22]을 고찰하여 섭식성향 측정 문항을 검토하였고, 개별면담을 통한 섭식성향에 대한 탐색적 연구[31] 결과를 고찰하여 성인의 섭식성향을 포괄할 수 있는 1차 예비도구 문항을 구성하였다. 1차 예비도구 문항에는 정서적 섭식 16문항, 신체적 상태와 관련된 섭식 4문항, 음식에 대한 태도 7문항, 섭식을 촉발하는 외부요인 14문항, 대인관계에서 오는 섭식 10문항, 일을 위한 섭식 3문항, 습관적 섭식 5문항, 섭식절제 19문항으로, 총 8개 영역, 78개의 문항으로 구성하였다.

2. 도구의 척도 결정

본 연구에서 예비도구의 척도는 5점 Likert 척도를 이용하였다. 문항의 척도는 5점 또는 6점 척도가 가장 신뢰할 수 있으며[24] 척도가 5점보다 큰 경우 신뢰도를 더 이상 높이지 못한다[32]는 근거에 따라, “매우 그렇다” 5점, “대체로 그렇다” 4점, “보통이다” 3점, “대체로 그렇지 않다” 2점, “전혀 그렇지 않다” 1점 등 5점 척도를 이용하였다.

3. 전문가 내용타당도 검정

1차 전문가 내용타당도 응답 결과를 바탕으로 78문항 중 CVI가 .8 미만인 18문항 중 17문항은 삭제하였고, 1문항은 수정하였다. CVI가 .8 이상인 문항에서도 다른 문항과 내용이 중복된다는 6문항은 삭제하였고, 일부 문항의 표현을 수정하였다. 또한, 전문가 의견을 반영하여 5문항을 추가하였다. 1차 내용타당도 검정을 통해 60문항의 예비문항이 선정되었다.

2차 내용타당도 평가를 실시하여 CVI가 .8미만인 3문항과 CVI가 .8 이상인 문항 중에서 전문가의 삭제 의견을 반영하여 8문항을 삭제하였다. ‘습관적으로 사탕, 초콜렛, 커피 등의 간식을 먹는다’의 문항은 카페인과 고당분 간식을 분리하여 질문할 필요가 있다는 의견에 따라 ‘습관적으로 간식(사탕, 초콜렛, 빵, 과자 등)을 먹게 된다’와 ‘습관적으로 커피를 마시게 된다’의 문항으로 나누었다. 또한 구어체의 문항을 문어체로 사용하며 문맥이 어색하지 않게 수정하라는 의견에 따라 일부 문항을 수정하여 50문항의 2차 예비도구 문항이 선정되었다.

4. 측정도구의 문항검토 및 예비조사

초등학교 6학년 학생 27명을 대상으로 문항의 이해도를 조사하였다. 2명의 학생이 ‘마음이 허하거나 외로울 때 무엇인가를 먹는다’에서 ‘허하다’라는 표현이 어렵다는 의견에 따라 ‘마음이 허전하거나 외로울 때 무엇인가를 먹는다’로 수정하였다. 1명의 학생이 ‘평일보다는 주말에 많이 먹게 된다’에서 평일이 공휴일인 경우에는 헷갈린다는 의견에 따라 ‘평일보다는 주말(휴일)에 많이 먹게 된다’로 수정하였다. 또한 2명의 학생이 ‘체중관리를 위해 음식의 열량을 고려하여 먹는다’에서 ‘열량’이라는 단어가 어렵다는 의견에 따라 ‘체중관리를 위해 음식의 열량(칼로리)을 고려하여 먹는다’로 수정하였고, 1명의 학생이 ‘체중관리를 위해 식품의 종류를 고려하여 먹는다’에서 ‘식품의 종류’가 한식인지, 중식인지, 디저트인지 헷갈린다는 의견에 따라 ‘체중 관리를 위해 식품의 영양소(탄수화물, 단백질, 지방, 비타민, 무기질 등)를 고려하여 먹는다’로 수정하였다. 전체 문항에 대한 이해도는 ‘매우 쉽다’ 18명, ‘대체로 쉽다’ 7명, ‘보통이다’ 2명이었다.

수정된 예비문항은 국어교사에게 문항검토를 요청하여 일부 문항을 수정하였다. ‘졸음을 깨기 위해 무엇인가를 먹는다’는 ‘졸음을 쫓기 위해 무엇인가를 먹는다’로 수정하였으며, ‘식사시간’은 ‘식사 시간’으로, ‘체중관리’는 ‘체중 관리’로 띄어쓰기 하였다.

문항검토를 거쳐 수정된 예비문항으로 J지역에 거주하는 성인 20명에게 예비조사를 통해 설문지 작성 소요시간, 문항의 이해도, 글자 크기 적절성, 문항 길이 적절성 등을 평가하였다. 설문지 작성 소요시간은 5~15분까지로 평균 10.40분이었고, 5점 Likert 척도로 측정한 결과 전체 문항의 이해도는 4.15±0.81점, 글자 크기 적절성은 3.85±1.04점, 문항 길이 적절성은 4.0±0.79점이었다. 4점 Likert 척도(1. 매우 어렵다~ 4. 매우 쉽다) 조사한 개별 문항의 이해도 결과는 3.65±0.59점~3.90±0.31점으로 나타났다.

5. 최종 예비도구 문항 선정

측정도구의 문항 검토와 예비조사를 거쳐 2차 내용타당도를 거쳐 선정한 50문항 중 일부 문항을 수정하여 50문항을 도구의 타당도와 신뢰도 검정을 위한 최종 예비도구 문항으로 선정하였다.

도구의 타당도 신뢰도 검정

1. 타당도 신뢰도 검정 조사 대상자 특성

19세 이상~65세 미만의 성인을 대상으로 도구의 타당도와 신뢰도를 평가하기 위해 개발된 도구를 적용하여 자료를 수집한 결과, 수집한 자료 350부 중 불완전한 자료 21부를 제외하고 329부를 분석에 포함하였다. 조사대상자의 일반적 특성은 남성 167명(50.8%), 여성 162명(49.2%)이었고, 평균 연령은 38.53±12.34세였으며, 비만도는 평균 23.93±3.42kg/m²으로 정상체중 119명(36.2%), 비만 100명(30.4%), 과체중 78명(23.7%), 고도비만 17명(5.2%), 저체중 15명(4.6%)순으로 나타났다. 교육수준은 4년제 대학 졸업이 52.0%으로 가장 많았으며, 혼인 상태는 기혼이 55.3%, 주관적 경제수준은 보통이 68.4%, 직업은 사무종사자가 43.8%으로 가장 많았다. 외식빈도는 주 1-2회 하는 경우가 41.0%, 과식빈도는 주 1-2회 하는 경우가 49.5%로 가장 많았으며, 간식 섭취는 하루 1회 이상 섭취하는 경우가 38.3%, 야식 섭취는 주 1-2회 섭취하는 경우가 36.8%로 가장 많았다.

2. 문항분석

50개의 예비문항의 각 문항별 평균과 표준편차, 왜도와 첨도를 확인한 결과, 문항의 평균 값은 2.28~3.76, 표준편차는 0.87~1.40로 극단적인 값은 없었으며, 왜도의 절대 값은 0.01~1.23, 첨도의 절대 값은 0.02~1.78로 모두 절대 값 2를 넘지 않아 삭제된 문항은 없었다.

문항-총점 간 상관계수(Item-total correlation)를 분석한 결과, 문항-총점 간 상관계수는 -.04~.67의 분포를 보였다. 문항-총점 간 상관계수가 .20미만인 7개의 문항을 삭제한 후 문항-총점 간 상관계수는 .20~.67로 .20이상~.80미만의 기준치를 충족시켜 탐색적 요인분석을 하기에 적합한 것으로 나타났다.

3. 타당도 검정

1) 요인분석

문항분석을 통해 선정된 43개 문항에 대해 직각회전인 Varimax 방식에 의한 주성분 분석법을 사용하여 탐색적 요인분석을 실시하였다. 표본 적절성의 Kaiser-Meyer-Olkin(KMO), 바틀렛(Bartlett)의 구형성 검정 값으로 탐색적 요인분석에 적합한 자료인지를 확인하였고, 스크리 검사(scree plot test)상 고유값의 변화가 완만해지기 시작하는 기점을 고려하여 추출할 요인을 5개로 결정하였다. 누적 설명력, 각 문항들의 공통성(communality) .40 미만인 문항, 요인적재값(factor loading)이 .40미만인 문항을 단계적으로 제거하였으며[33], 최종적으로 35개 문항에 대해 요인 수 5개를 지정하여 5차 탐색적 요인분석을 실시하였다. KMO값은 .88, 바틀렛의 구형성 검정 값은 χ²=6058.27, p<.001으로 통계적으로 유의하였고, 누적 설명력은 55.0%로 증가하였다. 요인적재값은 .42~.84 분포를 보였다. 5개 요인의 고유값(eigen value)은 모두 1.0 이상이었다. 탐색적 요인분석 결과, 5개의 총 누적 설명력은 55.0%이었으며 요인적재값 모두 .40 이상이었다. 제 1요인은 6문항으로 고유값 9.66, 설명력 12.6%이었으며, ‘정서 상태’로 명명하였다. 제 2요인은 6문항으로 고유값 3.64, 설명력 11.3%이었으며, ‘건강 추구’로 명명하였다. 제 3요인은 9문항으로 고유값 2.55, 설명력 11.3%이었으며, ‘음식 자극’으로 명명하였다. 제 4요인은 5문항으로 고유값 1.87, 설명력 10.0%이었으며, ‘사회적 상황’으로 명명하였다. 제 5요인은 9문항으로 고유값 1.55, 설명력 9.8%이었으며, ‘욕구 충족’으로 명명하였다(Table 1).

2) 총점-요인 간 상관관계 분석

각 하위요인 간 상관계수가 .85미만이면 각 요인들은 변별력 있는 요인으로 판단할 수 있다[34]. 본 도구의 하위요인 간의 상관관계를 분석한 결과, 상관계수는 .17~.64 (p<.001)였으며, 모두 .85미만으로 나타나 각 요인들은 변별력이 있음을 확인하였다. 각 요인의 점수와 총점 간 상관관계를 분석한 결과, .51~.83 (p<.001)로 모두 유의한 정의 상관관계를 보였다. 따라서 5개의 요인은 성인의 섭식성향의 속성을 충분히 설명함을 알 수 있다(Table 2).

3) 집단비교법

최종적으로 개발된 도구의 집단비교를 통해 구성타당도 검정을 수행하였다. 과식빈도, 외식빈도, 간식섭취 빈도, 야식섭취 빈도에 따라 집단을 나누어 섭식성향을 비교하였다(Table 3). 섭식성향 총점수는 과식빈도(F=27.12, p<.001), 외식빈도(F=9.39, p<.001), 간식섭취빈도(F=38.77, p<.001), 야식섭취 빈도(F=7.89, p<.001)에 따라 유의한 차이를 보였고, 각각의 빈도가 높을수록 섭식성향 점수가 높은 것으로 나타났다. 섭식성향의 하위 요인인 정서상태는 과식빈도(F=18.39, p<.001), 간식섭취빈도(F=22.05, p<.001), 야식섭취빈도(F=3.90, p=.021)에 따라 유의한 차이를 보였으며, 음식자극 하위요인은 외식빈도(F=8.50, p<.001), 간식섭취빈도(F=17.69, p<.001), 야식섭취빈도(F=5.02, p=.007)에 따라 유의한 차이를 보였다. 사회적 상황 하위요인은 과식빈도(F=11.69, p<.001), 외식빈도(F=7.61, p<.001), 간식섭취빈도(F=21.86, p<.001), 야식섭취빈도(F=6.67, p<.001)에 따라 유의한 차이를 보였다. 욕구충족은 과식빈도(F=22.02, p<.001), 외식빈도(F=13.92, p<.001), 간식섭취빈도(F=32.52, p<.001), 야식빈도(F=23.96, p<.001)에 따라 유의한 차이를 보였다. 건강추구 하위요인은 간식섭취빈도(F=5.88, p=.003)에 따라 유의한 차이를 나타내었다. 각각의 섭취빈도가 높을수록 해당 하위요인의 섭식성향 점수가 높은 것으로 나타났다.

4. 신뢰도 검정

최종적으로 개발된 도구의 신뢰도를 검정하기 위해 전체 문항과 각 요인별 문항의 내적 일관성 신뢰도를 산출하였다. 성인의 섭식성향 측정도구의 전체 문항의 Cronbach's α 값은 .92로 나타나 신뢰도는 높은 것으로 나타났다(Table 2). 각 요인별 Cronbach's α 값은 요인 1(정서 상태)은 .87, 요인 2(건강 추구)는 .86, 요인 3(음식 자극)은 .87, 요인 4(사회적 상황)는 .77, 요인 5(욕구 충족)는 .78로 나타났다(Table 2).

최종도구의 확정

타당도와 신뢰도 검정을 통해 최종적으로 성인의 섭식성향 측정도구는 총 35문항과 5개 요인으로 확정되었다(Table 1). 5개 요인은 ‘정서 상태’, ‘건강 추구’, ‘음식 자극’, ‘사회적 상황’, ‘욕구 충족’으로 명명하였다. ‘정서 상태’ 요인은 6문항(문항번호 1~6번), ‘건강 추구’ 요인은 6문항(문항번호 7~12번), ‘음식 자극’ 요인은 9문항(문항번호 13~21번), ‘사회적 상황’ 요인은 5문항(22~26번), ‘욕구 충족’ 요인은 9문항(27~35번)으로 구성되었고, 5점 Likert 척도를 이용하여 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점, ‘대체로 그렇지 않다’ 2점, ‘보통이다’ 3점, ‘대체로 그렇다’ 4점, ‘매우 그렇다’ 5점으로 측정하도록 하였다(Appendix 1). 본 섭식성향 측정도구는 총점과 요인별 총점을 이용하여 점수가 높을수록 섭식성향, 하위 요인에 의한 섭식성향이 높다고 해석할 수 있다. 또한, 요인별 총점을 문항 수로 나눈 평균평점을 이용하여 하위요인별 섭식성향을 비교하는 것으로도 활용할 수 있다. 특히 실무에서 본 측정도구를 이용하여 대상자의 섭식성향을 진단하는데 활용할 수 있는데, 하위요인별로 비교하여 점수가 높은 경우, 해당 요인에 의한 섭식성향이 더 높다고 해석할 수 있다.

논의

본 연구는 성인의 섭식성향 측정도구를 개발하고, 타당도와 신뢰도 검정을 거쳐 도구를 평가하였으며, 개발된 섭식성향 측정도구는 5개의 요인과 35개의 문항으로 구성되었다. 기존 섭식성향 측정도구는 최소 10문항에서 최대 51문항으로 구성되어 있는데[8,20,23,25-30] 이들 도구의 문항 수와 비교할 때 본 도구의 문항 수는 중간 정도로 비교적 적용하기에 너무 많거나 적지는 않은 것으로 사료된다.

탐색적 요인분석 결과 5개의 하위요인이 추출되었다. 기존 섭식성향 측정도구의 요인 수는 최소 1개부터 8개까지 구성되어 있으며[8,20,23,25-30], 기존 도구의 하위요인과 비교했을 때, 본 연구에서는 ‘사회적 상황’ 과 ‘욕구 충족’ 요인이 새롭게 추가되었다.

본 연구에서 요인 별 문항 수는 5개~9개로 구성되었다. 요인분석에서 요인 별 문항의 수는 4개 이상, 더 바람직하게는 5개 이상이 바람직하다고 볼 수 있는데[35] 본 도구의 제 1요인은 6문항, 제 2요인은 6문항, 제 3요인은 9문항, 제 4요인은 5문항, 제 5요인은 9문항으로 구성되어 요인 별 문항의 수는 모두 5개 이상으로 적절한 것으로 사료된다.

본 연구에서 섭식성향 측정도구의 5개 하위요인은 정서 상태, 건강 추구, 음식 자극, 사회적 상황, 욕구 충족 등 5개로 구성되었고, 이들 하위 요인은 상호 변별력을 갖는 것으로 나타났다. 선행 연구의 섭식성향 측정 도구와 비교하면, 하위 요인은 내용적으로 공통적인 부분도 있지만, 상이한 점도 있음을 알 수 있다. Van Strien 등 [8]의 덴마크 섭식행동 설문지(DEBQ)는 절제된 섭식(10문항), 정서적 섭식(13문항), 외부적 섭식(10문항)으로 3개의 하위 요인을 제시하고 있으며, Stunkard와 Messick [26]의 삼요인 섭식 질문지(TFEQ)는 식이제한(21문항), 탈억제(16문항), 배고픔(14문항)이라는 세 개의 하위요인을 제시하였다. Nijs 등 [27]의 일반적 음식갈망-특징 척도(G-FCQ-T)는 음식에 대한 몰두(6문항), 통제 상실(6문항), 긍정적 결과 기대(5문항), 정서적 갈망(4문항)으로 4개의 하위 요인을 제시하였다. Framson 등 [28]의 Mindful Eating Questionnaire(MEQ)은 탈억제(8문항), 인식(7문항), 외부 단서(6문항), 정서적 반응(4문항), 주의산만(3문항)의 5개 하위 요인을 제시하고 있으며, Ismail 등 [29]의 삼요인 섭식 질문지-R21(TFEQ-R21)는 인지적 섭식절제(6문항), 통제되지 않는 섭식(9문항), 정서적 섭식(6문항)의 3개 하위 요인을 제시하였다. Hunot 등 [30]의 성인용 섭식행동 질문지(AEBQ)는 배고픔(5문항), 음식 반응(5문항), 정서적 소식(5문항), 음식 까다로움(5문항), 정서적 과식(5문항), 포만감 반응(3문항), 음식의 즐거움(3문항), 느린 식사(4문항)의 8개 하위 요인을 제시하였다.

제1요인 ‘정서 상태’ 요인과 관련된 기존 도구 요인에는 ‘정서적 섭식’[8], ‘긍정적 결과 기대’와 ‘정서적 갈망’[22], ‘정서적 반응’[28], ‘정서적 섭식’[29], ‘정서적 과식’과 ‘정서적 소식’[30] 이 있었다. 기존 도구[8,27-30]에서 화 또는 스트레스, 우울과 불안, 걱정, 외로움 등 부정적 감정상태로 인해 음식을 섭취한다는 문항과 유사했으며, DEBQ와 TFEQ-R21의 “외로울 때 먹는다” 문항과 다르게 “마음이 허전하다”라는 표현이 추가되어 본 도구에서는 “마음이 허전하거나 외로울 때 무엇인가를 먹는다”의 문항이 추가되었다. 한편, 본 연구의 예비문항 개발과정에서 “기분이 좋을 때 더 먹는다”의 긍정적 감정의 섭식 문항이 새로 구성되었으나, 문항을 제거하는 과정에서 문항이 삭제되었다. 이는 추후 섭식성향에 ‘긍정적 감정 상태’ 요인을 포함시킬 것인지에 대한 질적 연구가 추가적으로 이루어져야 할 것이다.

제2요인 ‘건강 추구’와 관련된 기존 도구 요인에는 ‘식이제한’[26], ‘절제된 섭식’[8], ‘식사에 대한 자기 통제’와 ‘다이어트’[23], ‘의식적 제한’[29] 요인과 유사한 문항이 있었으나, 본 연구에서는 식이제한과 다이어트에 초점을 두기보다는 건강을 추구하기 위한 섭식 문항으로 구성되었다.

제3요인 ‘음식 자극’과 관련된 기존 도구 요인에는 ‘외부적 섭식’, ‘외부적 단서’, ‘통제 상실’, ‘탈억제’ 요인에 포함된 시각, 미각, 후각 등 음식 자체의 자극과 관련된 문항 내용은 거의 유사하였다[8,26-28].

제4요인 ‘사회적 상황’은 외국에서 개발된 섭식 성향 측정도구의 하위 요인에서는 제시되지 않은 하위 요인이다. 사회적 상황 요인과 관련한 내용으로 “배고프지 않아도 사람들과 어울리기 위해 먹는다”, “배고프지 않아도 분위기를 맞추기 위해 먹는다”등의 문항이 있었다. 섭식성향 탐색적 연구[31] 에서는 기존 도구에서 확인할 수 없었던 가족, 친구, 동료 등 대인관계에서 오는 섭식성향을 확인할 수 있었다. 이는 우리나라의 각종 모임과 행사, 직장 회식 등에서 음식이 주요한 매개가 되고, 음식으로 고마움을 전하는 경우도 많은 우리나라 문화와 관련이 있는 것으로 사료되며, 사회적 상황은 섭식성향 측정도구에서 우리나라의 섭식과 관련된 사회문화적 특성을 반영한 하위 요인이라고 할 수 있다. 따라서 본 연구에서 개발된 섭식성향 측정도구는, 한국의 사회문화적 특성과 상황이 반영된 도구라는 점에서 의의가 있다.

제5요인 ‘욕구 충족’과 관련된 기존 도구에는 ‘음식의 즐거움’과 ‘음식 까다로움’[30], ‘음식 집착과 다이어트’[23] 중 음식 집착, 음식을 즐기는 문항에 관한 일부 문항과 유사하였고, 배고픔과 관한 문항[26,29,30] 이 유사하였으나, 본 연구에서는 ‘욕구 충족’이라는 하나의 요인이 새롭게 도출되었다. 최근 음식 관련 방송 프로그램이나 먹는 방송을 통해 음식을 먹으며 욕구를 충족하는 내용을 반영하여 “음식 관련 방송이 나오면 그 음식을 따라 먹게 된다”, “영화나 TV를 보면서 음식을 먹게 된다”의 문항이 새롭게 추가되었다. 또, 기존 도구에서는 찾아볼 수 없었던 “평일보다는 주말(휴일)에 음식을 더 많이 먹게 된다”의 문항이 새롭게 도출되었다.

추출된 5개의 요인은 모두 고유값 1.0이상이였고, 총 누적 설명력은 55.0%로 나타나, 본 도구의 설명력은 양호한 수준이라고 볼 수 있다[36]. 그러나 설명되지 않는 변량이 45%로 본 연구에서 반영하지 못한 섭식 성향이 있을 것으로 사료된다. 본 연구에서 고찰한 우리나라 성인의 섭식성향에 관한 탐색적 연구는 주로 여성을 대상으로 한 연구였다[20,21]. 섭식 성향과 섭식 행동에 있어서 남녀 간 다른 특성이 있을 수 있고 이러한 점이 본 연구에서 개발한 섭식성향 측정도구의 설명력이 충분히 높지 않은 이유가 될 수 있다. 따라서 남성 성인 대상 섭식 성향에 대한 탐색적 연구를 수행하고 그 결과를 반영하여 섭식성향 측정도구를 수정 보완하는 연구가 필요하다고 사료된다.

신뢰도 검정은 최종도구의 Cronbach’s α 값을 산출하여 내적 일관성 신뢰도를 검정하였다. 전체 Cronbach's α 값은 .92로 높게 나타났으며, 제1요인(정서 상태)은 .87, 제2요인(건강 추구)은 .86, 제3요인(음식 자극)은 .87, 제4요인(사회적 상황)은 .77, 제5요인(욕구 충족)은 .78로 나타나 전체 문항의 신뢰도뿐만 아니라 하위 요인의 신뢰도 역시 신뢰할만한 수준으로 나타났다. KEAT-26 도구의 전체 Cronbach's α 값은 .81[23], G-FCQ-T를 적용한 국내 연구 전체 Cronbach's α 값은 .88[22], MEQ 도구의 전체 Cronbach's α 값은 .88[28]로 기존 도구와 신뢰도를 비교했을 때 본 연구의 전체 Cronbach's α 값은 .92로 높았으며, 각 하위 요인의 Cronbach's α 값은 비슷하거나 높게 나타났다.

본 연구에서 개발한 측정도구는 국내 성인의 섭식성향을 사정하는데 활용될 수 있을 것이며, 비만 예방 관리를 위한 연구에 기초자료로 활용될 수 있을 것이다. 또한 섭식성향 측정 결과를 바탕으로 성인의 섭식성향에 관한 개념과 이론적 기틀을 마련하여, 이론을 발전시키는 데 도움이 될 것으로 사료된다. 본 연구에서 개발된 성인의 섭식성향 측정도구는 일반 성인에게 적용 가능하도록 개발된 도구이다. 본 도구는 응답하기 쉬운 문항으로 구성되었기에 실무현장에서 섭식성향을 보다 쉽고 간단하게 측정이 가능할 것이다. 또한, 하위 요인별 점수의 차이를 통해 어느 영역이 개선되어야 하는지 확인할 수 있다. 따라서 비만 예방과 관리를 위한 상담을 시행하고자 할 때, 대상자의 섭식성향을 객관적으로 파악할 수 있으므로, 개개인의 섭식성향을 고려한 맞춤형 상담에 유용하게 활용될 것이다.

본 연구는 성인의 섭식성향 측정도구 개발을 위해 국내외 섭식성향 관련 측정도구의 고찰 뿐만 아니라 선행연구의 탐색적 연구 고찰을 바탕으로 우리나라의 사회문화적 특성이 반영되고, 섭식성향과 관련되는 다양한 요인을 포괄한 측정도구를 개발하였다는 점과 전체 문항의 신뢰도가 상당히 높고, 각 하위요인의 신뢰도 수준도 신뢰할만하며, 타당도가 양호하다는 점이 강점으로 여겨진다. 그럼에도 불구하고, 본 연구는 다음과 같은 제한점을 갖는다. 첫째, 확인적 요인분석을 수행하지 못하였다. 연구자의 연구 일정과 자료수집 여건의 제한으로 탐색적 요인분석을 위한 자료수집과 별도로 확인적 요인분석을 위한 표본 선정 및 자료수집을 진행하지 못하였다. 이에 탐색적 요인분석 결과로 도출된 다섯 가지 하위 요인, 총 35문항의 섭식성향 도구에 대해 확인적 요인분석을 수행하지 못하였다. 둘째, 신뢰도에 대해서도 내적 일관성 신뢰도만 검증하였을 뿐 검사-재검사 신뢰도 등을 수행하지 못하였다는 점에서 제한점을 갖는다. 셋째, 본 연구의 섭식성향 측정도구의 설명력은 55%로 양호한 편이지만 그다지 높지는 않다. 따라서 보다 설명력이 높은 도구를 개발하기 위한 연구가 필요하다 사료된다. 넷째, 본 연구의 자료수집은 2019년에 이루어진 것으로 현 시점에 그대로 적용하기에는 제한점이 있다. 그 사이 코로나19 범유행과 4차 산업의 급속한 발전 등으로, 근무형태, 모임과 회식 문화 등에서도 큰 변화를 겪었다는 점을 생각하면, 그러한 변화를 포함한 현재 상황을 반영하지 못하므로 이에 대한 후속 연구가 필요하다.

결론

본 연구는 한국의 성인의 섭식성향 측정도구를 개발하기 위해 수행되었으며, 탐색적 요인분석 결과 ‘정서 상태’, ‘건강 추구’, ‘음식 자극’, ‘사회적 상황’, ‘욕구 충족’ 등 5개 하위 요인이 도출되었고, 기존 섭식성향 측정도구에서 하위 요인으로 제시되지 않은 ‘사회적 상황’이 포함되는 등 섭식과 관련된 우리나라의 사회문화적 특성이 반영된 도구를 개발하였다. 본 연구에서 개발된 성인의 섭식성향 측정도구는 내용타당도와 구성타당도, 신뢰도가 검정된 도구이므로, 임상 실무와 연구 영역에서 성인의 섭식성향을 측정하고 평가하는데 적절하게 활용될 수 있고, 특히 개인의 섭식성향을 확인하여 비만 예방과 관리를 위한 맞춤형 상담을 제공하는 데에도 유용하게 활용될 것으로 사료된다.

본 연구 결과를 바탕으로 일반 성인을 대상으로 반복연구를 실시하여 본 도구의 신뢰도와 타당도를 재검정하고, 도구의 보완을 위한 후속 연구를 제안하며, 본 연구에서 도출된 성인의 섭식성향 측정도구에 대해 확인적 요인분석과 검사-재검사 신뢰도 검정을 포함한 연구를 수행할 것을 제안한다. 본 연구에서 개발된 도구를 활용하여 섭식성향 파악하여 다양하고 차별화된 비만 예방 프로그램을 개발하고 평가하는 연구를 수행할 것을 제안한다.

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Appendix

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Citations

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